王文普

(南通大學(xué)商學(xué)院，江蘇南通226019)

環(huán)境規(guī)制、空間溢出與地區(qū)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力

王文普

(南通大學(xué)商學(xué)院，江蘇南通226019)

利用1999－2009年中國(guó)30個(gè)省大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素，特別是環(huán)境規(guī)制的影響。通過(guò)非空間模型和空間Durbin模型檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和環(huán)境規(guī)制的關(guān)系。在空間模型中，估算了直接和溢出效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制變量的直接和溢出效應(yīng)分別為－0.17和0.559，且統(tǒng)計(jì)上高度顯著，進(jìn)而其總效應(yīng)也顯著為正。這表明，環(huán)境規(guī)制有較高的正的空間溢出效應(yīng)，這似乎有可能引發(fā)地區(qū)間的環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)行為;如果忽略污染的空間溢出，將嚴(yán)重低估環(huán)境規(guī)制的作用。還發(fā)現(xiàn)，外商直接投資、科技人員數(shù)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力有顯著的正的直接效應(yīng)。進(jìn)而提出政府應(yīng)加快完善環(huán)境補(bǔ)償?shù)闹贫?，一是中央政府?yīng)當(dāng)建立健全環(huán)境補(bǔ)償立法;二是完善環(huán)境補(bǔ)償?shù)墓芾眢w制，協(xié)調(diào)和指導(dǎo)跨地區(qū)的環(huán)境補(bǔ)償;三是加大與環(huán)境補(bǔ)償有關(guān)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。

環(huán)境規(guī)制;空間溢出;產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力;空間計(jì)量

隨著環(huán)境意識(shí)的不斷增強(qiáng)和環(huán)境價(jià)值觀念的轉(zhuǎn)變，人們對(duì)環(huán)境的需求逐漸上升，使得經(jīng)濟(jì)與環(huán)境之間關(guān)系日益緊張。對(duì)于發(fā)展水平和技術(shù)水平都相對(duì)低下的發(fā)展中國(guó)家，一方面由于工業(yè)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大推動(dòng)作用，迫切需要發(fā)展工業(yè)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，另一方面在發(fā)展工業(yè)化的同時(shí)也承擔(dān)著巨大的環(huán)境代價(jià)。那么，環(huán)境規(guī)制是否有礙于經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力，已成為世界各國(guó)尤其是發(fā)展中國(guó)家備受關(guān)注的議題。本文以中國(guó)環(huán)境規(guī)制的背景，探討環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，特別是環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)評(píng)述

有關(guān)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系，學(xué)術(shù)界提出了三種基本解釋。第一，新古典解釋。該理論認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制在矯正環(huán)境負(fù)外部性的同時(shí)，也給企業(yè)帶來(lái)了額外負(fù)擔(dān)。與沒(méi)有環(huán)境規(guī)制相比，受規(guī)制的企業(yè)或部門將面臨較高的生產(chǎn)成本，進(jìn)而對(duì)企業(yè)、部門或地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生不利影響，特別對(duì)那些環(huán)境成本占生產(chǎn)成本比重高于平均水平的部門來(lái)說(shuō)，這種不利影響可能更加顯著［1］。這一解釋強(qiáng)調(diào)環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)和部門的成本結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)特征造成的不利影響。第二，環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)假說(shuō)。該假說(shuō)與新古典解釋有一定的聯(lián)系，但側(cè)重點(diǎn)不同。它認(rèn)為，不同地區(qū)或國(guó)家之間對(duì)待環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過(guò)程［2］，其邏輯基礎(chǔ)是，地區(qū)或國(guó)家之間的策略性行為［3］，即每個(gè)地區(qū)都擔(dān)心其他地區(qū)采用比本地區(qū)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)而使本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)失去競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。為了避免競(jìng)爭(zhēng)力的損失，地區(qū)之間會(huì)競(jìng)相采取更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而加劇總體的環(huán)境質(zhì)量惡化。需注意的是，該假說(shuō)與當(dāng)前的情形是相悖的?？v觀世界各國(guó)還是一國(guó)內(nèi)部，目前實(shí)施的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)比過(guò)去均有了不同程度的提高。不過(guò)，該假說(shuō)揭示了一個(gè)重要的現(xiàn)象，由于污染的空間溢出，使得實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制的地區(qū)不能獲得其規(guī)制的全部利益，這就是所謂的規(guī)制空間溢出。第三是波特假說(shuō)。與前兩種解釋不同，波特假說(shuō)則認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制所引起的競(jìng)爭(zhēng)力損失可能是短期的，但從中長(zhǎng)期來(lái)看，由于環(huán)境規(guī)制的推動(dòng)，企業(yè)有可能通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新來(lái)提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而提高產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力［4］。盡管這種樂(lè)觀的觀點(diǎn)招致種種質(zhì)疑，但波特假說(shuō)引起人們重新審視環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。

上述三種基本理論都在經(jīng)驗(yàn)或案例研究的基礎(chǔ)上提出的，并引發(fā)大量的實(shí)證研究，盡管已有研究沒(méi)有取得一致的結(jié)論。然而，多數(shù)經(jīng)驗(yàn)分析并沒(méi)有解釋污染空間溢出的影響。近來(lái)一些學(xué)者把污染溢出效應(yīng)引入到環(huán)境規(guī)制與競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系之中。例如，Embora等［5－6］利用半?yún)?shù)平滑方法估計(jì)了跨界污染溢出對(duì)美國(guó)各州的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力(用總要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)來(lái)衡量)的影響，他們發(fā)現(xiàn)污染溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力存在負(fù)的影響。王文普［7］使用多因素結(jié)構(gòu)法來(lái)剔除污染溢出影響的結(jié)果表明，當(dāng)引入污染溢出效應(yīng)時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的邊際影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于不包含污染溢出時(shí)的影響。

當(dāng)前中國(guó)正處于工業(yè)化發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，同時(shí)也面臨著巨大的環(huán)境壓力。那么，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制是否會(huì)對(duì)中國(guó)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力造成了不利影響?影響究竟有多大?本文將以中國(guó)30個(gè)省級(jí)①北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等30個(gè)省區(qū)。因缺少西藏的大中型工業(yè)企業(yè)科技數(shù)據(jù)，分析時(shí)不包括西藏。的大中型工業(yè)企業(yè)為樣本，通過(guò)污染空間溢出來(lái)刻畫環(huán)境規(guī)制的溢出效應(yīng)，并實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系，并探討相關(guān)的政策涵義。因而，我們將集中于兩個(gè)問(wèn)題。一個(gè)是通過(guò)非空間模型考察環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系。另一個(gè)是通過(guò)包含環(huán)境規(guī)制溢出的空間模型以檢驗(yàn)在中國(guó)是否存在環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而量化環(huán)境規(guī)制空間溢出的影響。

2 產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響因素模型

本部分構(gòu)建了兩個(gè)模型。第一個(gè)模型是在不考慮規(guī)制的空間溢出的情形下，考察環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力之間的直接關(guān)系。第二個(gè)模型則是，當(dāng)引入環(huán)境規(guī)制的空間溢出時(shí)，重新估計(jì)二者之間關(guān)系，并估算規(guī)制溢出效應(yīng)，以檢驗(yàn)是否存在環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)。

2.1 模型I的設(shè)定

對(duì)于第一個(gè)問(wèn)題，我們基于Jefferson等［8］的研究，假定產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力是污染排放和部門特征變量的函數(shù)。也就是說(shuō)，定義一般的競(jìng)爭(zhēng)力函數(shù)為

其中，Y表示產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)度，Z是影響產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的其他因素(如FDI、研發(fā)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模等)。E為污染排放測(cè)度，來(lái)捕捉環(huán)境壓力的程度。在環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)中，有關(guān)污染的處理常見(jiàn)方法有兩種［9］。一種是將污染作為一種生產(chǎn)要素，因?yàn)槲廴敬砹谁h(huán)境資本的使用。另一種則是將污染視作“好”產(chǎn)出的一種連帶產(chǎn)品，此時(shí)污染意味著生產(chǎn)過(guò)程中的外部性。我們采用第二種處理方法來(lái)衡量污染排放E，它表示本轄區(qū)“自己的污染”水平。由于污染在地區(qū)間是可轉(zhuǎn)移的，要直接測(cè)度一個(gè)轄區(qū)中“自己的污染”是非常困難的，故我們使用環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度來(lái)度量污染排放的影響。污染排放測(cè)度E包括工業(yè)SO2處置率、工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率和工業(yè)固定廢物處置率等三個(gè)子項(xiàng)組成的，以表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。污染排放與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在負(fù)相關(guān)，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越強(qiáng)，則污染排放就越少;反之則污染排放就越多。

要確定環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，參照Mamuneas等［10］的處理方法，對(duì)(1)式求時(shí)間微分并除以Y，得到

考慮到地區(qū)具體特征，我們還引入地區(qū)固定效應(yīng)μi以捕捉各地區(qū)特定因素的外生變化，時(shí)間虛擬變量ηt來(lái)反映產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的周期性行為。并假設(shè)隨機(jī)誤差eit服從(0，σ2)。于是，我們的第一個(gè)經(jīng)驗(yàn)設(shè)定可寫為

系數(shù)bE的大小和符號(hào)直接描述環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力的影響程度與方向。由于沒(méi)有包含環(huán)境規(guī)制溢出效應(yīng)(用污染的空間溢出來(lái)表示)，通過(guò)“去均值法”來(lái)消除固定效應(yīng)之后，可直接用標(biāo)準(zhǔn)方法(OLS)估計(jì)此方程。

2.2 模型II的設(shè)定

下面考察我們的第二個(gè)問(wèn)題，首先需要構(gòu)建環(huán)境規(guī)制的空間溢出，然后定義一般的競(jìng)爭(zhēng)力函數(shù)以解釋規(guī)制空間溢出的影響。

2.2.1 環(huán)境規(guī)制的空間溢出

污染的空間溢出體現(xiàn)了地區(qū)間的外部性，且意味著一種扭曲。例如，上風(fēng)地區(qū)通過(guò)環(huán)境介質(zhì)將污染物傳送給下風(fēng)地區(qū)，這將造成嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)扭曲。因?yàn)槲廴驹吹貐^(qū)通過(guò)向轄區(qū)外傳送污染物，減少本轄區(qū)的環(huán)境污染水平，從而降低了環(huán)境規(guī)制的機(jī)會(huì)成本，提高本轄區(qū)高污染活動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。然而，在接收污染的地區(qū)，其環(huán)境污染水平提高了，高污染活動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)有可能會(huì)下降?？梢?jiàn)，污染的空間溢出也是引起地區(qū)間環(huán)境規(guī)制策略性行為的一個(gè)關(guān)鍵因素。因而，我們將通過(guò)污染空間溢出來(lái)描述這種策略性行為。

如何衡量污染溢出?文獻(xiàn)中至少提供了三種方法［5］。其一是從經(jīng)驗(yàn)上尋找兩種污染測(cè)度，例如環(huán)境濃度與污染排放之間關(guān)系。其二是使用空間矩陣來(lái)構(gòu)建各地區(qū)間的相互關(guān)系。如地理相鄰權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣，和距離權(quán)重等。最后是建立一個(gè)“傳輸矩陣”。就環(huán)境污染來(lái)說(shuō)，一個(gè)地區(qū)的污染傳送到其他地區(qū)取決于風(fēng)向、地理位置等因素，因而將污染排放矢量轉(zhuǎn)化為每個(gè)地區(qū)的污染“剩余”矢量，需要構(gòu)建污染的“傳輸矩陣”來(lái)考慮這些因素的可能影響。然而，目前我們未能獲得第一和第三種方法所需要的信息和資料，故我們使用第二種處理方法來(lái)描述地區(qū)間的污染溢出(或規(guī)制溢出效應(yīng))。

其中i≠j，Qij為與地區(qū)i的相鄰地區(qū)j的工業(yè)增加值(1995年不變價(jià))，J為地區(qū)i的鄰居集。

2.2.2 環(huán)境規(guī)制空間溢出與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力

為了考慮環(huán)境規(guī)制的空間溢出效應(yīng)，類似于模型I，我們定義如下競(jìng)爭(zhēng)力函數(shù)為

對(duì)(2－4)式求時(shí)間的微分并除以Y，得到

這里，權(quán)重矩陣W=ITWN;參數(shù)ρ、λ和γ表示E和E*的空間相關(guān)性。并假設(shè)，其中n=NT。當(dāng)γ≠0時(shí)，(8)式表明隨機(jī)沖擊u與v之間存在簡(jiǎn)單的相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)式(5)－(8)，經(jīng)整理后得到

與模型I一樣，引入地區(qū)和時(shí)間虛擬變量后，從而模型II可寫為

其中，空間滯后因變量W和空間滯后解釋變量W反映了規(guī)制空間溢出的影響。由于上式中含有內(nèi)生變量W Y^，標(biāo)準(zhǔn)的 OLS 方法是不可行的，我們使用 Elhorst［11］建議的空間極大似然函數(shù)技術(shù)(S－ML)來(lái)估計(jì)此模型。此外，模型中含有固定效應(yīng)，我們通過(guò)“去均值法”來(lái)消除固定效應(yīng)，Lee和Yu稱之“直接法”。然而，他們證明，當(dāng)“T固定，N較大”時(shí)，“直接法”有可能導(dǎo)致(部分)參數(shù)的有偏估計(jì)。對(duì)此，他們建議了“轉(zhuǎn)換法”和“有偏修正法”兩種方法來(lái)克服估計(jì)有偏。其中，“有偏修正法”是在“直接法”的基礎(chǔ)上，對(duì)估計(jì)參數(shù)進(jìn)行修正。本文采用“有偏修正法”以獲得參數(shù)的一致估計(jì)［11］。

2.2.3 環(huán)境規(guī)制溢出的量化方法

與線性估計(jì)不同，在含有滯后因變量的空間模型中，系數(shù)的正確解釋應(yīng)考慮模型中的非線性關(guān)系。事實(shí)上，(10)式中隱含著一種非線性關(guān)系。其可改寫矩陣形式

要計(jì)算解釋變量變化對(duì)因變量的影響大小，可以求(11)式中解釋變量的自偏導(dǎo)數(shù)(即直接效應(yīng))和交叉偏導(dǎo)數(shù)(或空間溢出效應(yīng))。也就是說(shuō)，(12)式的右邊矩陣中對(duì)角元素之和平均值和非對(duì)對(duì)角元素行之和平均值分別為解釋變量變化所引起的直接和溢出效應(yīng)①，并使用Elhorst(2010)提出的方法，通過(guò)模擬1 000次計(jì)算出它們的 t值(詳見(jiàn)［11］)。

3數(shù)據(jù)

本文所使用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，其為中國(guó)30個(gè)省1999－2009年大中型工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)自新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)科技年鑒和中國(guó)環(huán)境年鑒。利用這些數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建分析中所使用的變量。

3.1 產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)

構(gòu)造地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)。從技術(shù)上講，競(jìng)爭(zhēng)力可描述為多維的、持續(xù)的經(jīng)濟(jì)績(jī)效［12］。因而鑒于單一指標(biāo)的缺陷，我們將從增長(zhǎng)力(grwth)、資源配置力(res)和技術(shù)創(chuàng)新力三方面來(lái)構(gòu)造地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)度指標(biāo)，即產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力Y=f(grwth，res，innov)。其中，增長(zhǎng)力由大中型企業(yè)的工業(yè)增加值增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率兩個(gè)子項(xiàng)來(lái)構(gòu)成，以捕捉地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大的能力，也反映了產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的動(dòng)態(tài)性。工業(yè)增加值用工業(yè)GDP指數(shù)轉(zhuǎn)換為1995年不變價(jià)。資源配置力也由大中型工業(yè)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率(產(chǎn)業(yè)增加值/從業(yè)人員年平均數(shù))和成本費(fèi)用利潤(rùn)率(利潤(rùn)總額/成本費(fèi)用總額)兩個(gè)子項(xiàng)組成，來(lái)反映各地配置可得經(jīng)濟(jì)資源來(lái)實(shí)現(xiàn)盡可能大的經(jīng)濟(jì)效率的能力。如果資源配置越強(qiáng)，那么越有可能有效地利用所掌控的各種經(jīng)濟(jì)資源，也越有可能以較低的代價(jià)實(shí)現(xiàn)最大的利潤(rùn)，從而中市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中立于不敗之地。最后是技術(shù)創(chuàng)新力，它則由新產(chǎn)品銷售率(新產(chǎn)品銷售收入/產(chǎn)品銷售總收入)和企業(yè)平均專利申請(qǐng)數(shù)(專利申請(qǐng)數(shù)/行業(yè)中企業(yè)數(shù))兩個(gè)子項(xiàng)構(gòu)成。技術(shù)創(chuàng)新不僅通過(guò)較低的資源使用成本，也通過(guò)創(chuàng)造出新的產(chǎn)品在市場(chǎng)上銷售等多種途徑對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生影響。

3.2 環(huán)境規(guī)制測(cè)度

由于“自己的污染”難以直接觀測(cè)到，使用環(huán)境規(guī)制水平來(lái)間接度量“自己的污染”水平。在文獻(xiàn)中，環(huán)境規(guī)制的衡量可以從投入(如污染治理支出)和產(chǎn)出(如污染排放)兩方面進(jìn)行。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和可靠性，我們利用污染排放來(lái)衡量各省的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，其包括了工業(yè)SO2、工業(yè)廢水和工業(yè)固體廢物三種污染排放。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度分別用SO2處理率(工業(yè)SO2去除量/(工業(yè)SO2排放量+工業(yè)SO2去除量))、廢水排放達(dá)標(biāo)率(工業(yè)廢水達(dá)標(biāo)排放量/工業(yè)廢水排放量)、固體廢物處置率(工業(yè)固體廢物處置量/(工業(yè)固體廢物排放量+工業(yè)固體廢物處置量))等三個(gè)子項(xiàng)來(lái)表示。

與競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)度一樣，將三個(gè)子項(xiàng)轉(zhuǎn)化為一個(gè)合成指標(biāo)。即先計(jì)算出各子項(xiàng)，然后轉(zhuǎn)換為0－100值，最后，通過(guò)求算術(shù)平均計(jì)算出合成指標(biāo)Eit，用來(lái)作為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測(cè)度，以顯示一個(gè)地區(qū)對(duì)污染治理的態(tài)度和決心。若E指數(shù)值愈大，則意味著該地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度就越高。

3.3 反映地區(qū)特征的其他變量

其他變量矢量Z^以控制各地的具體特征，包括①規(guī)模變量ES。它用各地大中型工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)品銷售收入來(lái)表示，產(chǎn)品銷售收入不僅測(cè)度了各地工業(yè)產(chǎn)出規(guī)模，也可反映企業(yè)的經(jīng)濟(jì)業(yè)績(jī)與產(chǎn)品市場(chǎng)認(rèn)可度。產(chǎn)品銷售收入用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)化為1995年不變價(jià)。②外商直接投資FDI，用各省的外資企業(yè)資產(chǎn)總值/大中型工業(yè)企業(yè)的資本總值的比率來(lái)表示。對(duì)一個(gè)省區(qū)來(lái)說(shuō)，F(xiàn)DI是一種集資本、技術(shù)和管理于一體的復(fù)合型資源，它們可以通過(guò)模仿效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和人力資本流動(dòng)等途徑為接受地區(qū)的產(chǎn)業(yè)帶來(lái)資本積累的直接效應(yīng)，而且還能夠引起技術(shù)外溢的間接效應(yīng)［13］，進(jìn)而對(duì)流入地區(qū)的生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用。③研發(fā)活動(dòng)RDpop。企業(yè)研發(fā)活動(dòng)是提高競(jìng)爭(zhēng)力的一種重要潛在源泉。Rdpop為科技活動(dòng)人員數(shù)/大中型工業(yè)企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)，即每萬(wàn)人從業(yè)人員的科技人員數(shù)。從某種意義上講，技術(shù)外溢本質(zhì)上是知識(shí)的溢出與傳播，并且人力資本還是知識(shí)的主要載體，因而這一指標(biāo)捕捉了企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，也反映了企業(yè)的吸收能力。

4 經(jīng)驗(yàn)結(jié)果與分析

本部分提供模型I和II的估計(jì)結(jié)果。為了便于系數(shù)解釋，對(duì)被解釋變量和解釋變量都取對(duì)數(shù)，從而解釋變量的系數(shù)就簡(jiǎn)化為彈性解釋。在空間回歸模型中，直接效應(yīng)是基于自偏導(dǎo)數(shù)的在所有地區(qū)數(shù)和時(shí)間上平均統(tǒng)計(jì)值，而規(guī)制溢出效應(yīng)則對(duì)應(yīng)于解釋變量的交叉偏導(dǎo)數(shù)。

4.1 模型I的結(jié)果

表1報(bào)告的是非空間面板數(shù)據(jù)設(shè)定時(shí)的各種估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果。表中第2列是不包含任何固定效應(yīng)的結(jié)果。R^2值較高但對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(LogL)比較小，環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)較小，并且統(tǒng)計(jì)上也不顯著。當(dāng)包含一維空間固定效應(yīng)(用截面虛擬變量表示)時(shí)，R^2值有較大的增加(0.72)，同時(shí)對(duì)數(shù)似然函數(shù)值也隨之增大。環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)為0.183，而且在1%水平上高度顯著(見(jiàn)表中第3列)。表中第4列為二維固定效應(yīng)(即包含空間和時(shí)間固定效應(yīng))的估計(jì)結(jié)果。此時(shí)，R^2值降至0.07，然而似然函數(shù)值升至123.01。lnE的系數(shù)變?yōu)樨?fù)，且統(tǒng)計(jì)上不顯著。這表明是否控制空間或時(shí)間固定效應(yīng)是個(gè)重要問(wèn)題。

從各種估計(jì)結(jié)果來(lái)看，外商直接投資和規(guī)模變量的系數(shù)均顯著為正，表明外商直接投資的增加和產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大將對(duì)本轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力具有積極的推動(dòng)作用。而科技活動(dòng)人員對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響似乎并不明顯。因?yàn)槠湎禂?shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，并且在不同的估計(jì)中其符號(hào)發(fā)生變化。

確定模型是否存在空間相關(guān)性，我們進(jìn)行LM檢驗(yàn)。當(dāng)采取Anselin等［14］建議的LM檢驗(yàn)時(shí)，它們的零假定是沒(méi)有空間滯后因變量和沒(méi)有空間自相關(guān)誤差項(xiàng)。無(wú)論是否包含空間和時(shí)間的固定效應(yīng)，LM_lag、LM_err檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性上拒絕零假設(shè)。當(dāng)使用穩(wěn)健檢驗(yàn)時(shí)，三種非空間設(shè)定模型中，在1%和5%的顯著水平上Robust_LM_lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都拒絕零假設(shè)。當(dāng)不包含任何固定效應(yīng)和包含空間固定效應(yīng)時(shí)，在1%和5%水平上，Robust_LM_err統(tǒng)計(jì)量都沒(méi)有拒絕零假設(shè)。然而，當(dāng)同時(shí)含有空間和時(shí)間的固定效應(yīng)時(shí)，Robust_LM_err卻拒絕零假設(shè)。LM檢驗(yàn)結(jié)果表明，采用空間Durbin模型似乎是合適的，同時(shí)也意味著是否包含空間和時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果有重要影響。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)固定效應(yīng)是否顯著，我們檢驗(yàn)了μi=0(i=1，…，N)的零假設(shè)，似然比(LR)檢驗(yàn)結(jié)果為L(zhǎng)R統(tǒng)計(jì)量為214.97(自由度為30，p值為0.00)，這意味著在1%水平上拒絕零假設(shè)，表明空間固定效應(yīng)是聯(lián)合顯著的。同樣，ηt=0(t=1，…，T)的零假設(shè)也顯著被拒絕(LR統(tǒng)計(jì)量為71.23，自由度為 11，p 值為 0.00)?？梢?jiàn)，LR 檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型應(yīng)包含空間和時(shí)間固定效應(yīng)，文獻(xiàn)稱之為二維固定效應(yīng)模型。

上述檢驗(yàn)結(jié)果意味著數(shù)據(jù)中存在空間依存關(guān)系，并指向含有二維固定效應(yīng)的空間Durbin模型。這也表明在環(huán)境與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力分析中應(yīng)考慮環(huán)境規(guī)制溢出的影響。

4.2 模型II的結(jié)果

表2表征的是帶有二維固定效應(yīng)空間設(shè)定的競(jìng)爭(zhēng)力模型參數(shù)估計(jì)。第2列給出了使用直接法(沒(méi)有進(jìn)行Lee和Yu的有偏修正)和地理權(quán)重矩陣時(shí)的估計(jì)結(jié)果，第3列為進(jìn)行Lee和Yu有偏修正的系數(shù)結(jié)果。二者的差異表明了“直接法”與“有偏修正法”的系數(shù)估計(jì)差異，對(duì)解釋變量(X、WX)和σ2來(lái)說(shuō)，這種差異是很小的。然而，滯后因變量的系數(shù)ρ對(duì)“有偏修正法”較為敏感。這也是我們采取“有偏修正法”的主要?jiǎng)訖C(jī)。

空間Durbin模型(SDM)是否可簡(jiǎn)化為空間誤差模型，即檢驗(yàn)θ+ρb=0的零假設(shè)，我們進(jìn)行 Wald或LR檢驗(yàn)。Hayashi(2000)認(rèn)為，Wald檢驗(yàn)對(duì)模型的非線性約束的參數(shù)更加敏感［11］，故使用LR檢驗(yàn)。其結(jié)果見(jiàn)表2中LR_err，在三種不同估計(jì)中，LR_err檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均拒絕零假設(shè)，表明模型中存在空間自相關(guān)誤差項(xiàng)。類似地，檢驗(yàn)SDM是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型，LR_lag檢驗(yàn)結(jié)果顯示，θ=0的零假設(shè)也都被拒絕，表明模型中應(yīng)包含空間滯后因變量。LR檢驗(yàn)進(jìn)一步表明，空間Durbin設(shè)定是合理的。

表1 模型I的估計(jì)結(jié)果Tab.1 Estimate results of model I

表2中第4列為使用經(jīng)濟(jì)權(quán)重的參數(shù)估計(jì)。與表中第3列的參數(shù)估計(jì)相比，解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性都沒(méi)有發(fā)生明顯的變化。說(shuō)明使用地理相鄰權(quán)重矩陣的參數(shù)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。因而，下面我們集中分析地理權(quán)重的估計(jì)結(jié)果。

從表1中可以看出，在二維固定效應(yīng)的非空間模型中(表1中最后一列)，正如預(yù)期的一樣，較高的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在負(fù)影響，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。而外商直接投資、科技活動(dòng)人數(shù)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模都對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)有正的影響，特別是外商直接投資和產(chǎn)業(yè)規(guī)模的作用更加顯著。環(huán)境規(guī)制變量的系數(shù)為 －0.011，RDpop彈性為0.076，F(xiàn)DI和ES的彈性系數(shù)分別為0.15和0.205。然而，各種LM和LR檢驗(yàn)結(jié)果表明數(shù)據(jù)包含著空間相關(guān)，說(shuō)明這些系數(shù)將是有偏的。然而，要考察這種估計(jì)有偏，并不能直接比較非空間設(shè)定和空間設(shè)定的估計(jì)系數(shù)。因?yàn)樵诜强臻g設(shè)定中，系數(shù)大小表示解釋變量變化對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的邊際影響，而空間Durbin模型中的系數(shù)值并不是表示這種邊際影響［11］。因而，根據(jù)地理權(quán)重矩陣和“有偏修正法”(即表2中的第3列)的估計(jì)結(jié)果，我們估算了解釋變量變化所引起的直接和溢出效應(yīng)(見(jiàn)表3)。

表2 模型II的估計(jì)結(jié)果Tab.2 Estimate results of model II

從表3中可以發(fā)現(xiàn)，(1)解釋變量X的直接效應(yīng)并不等于對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)(見(jiàn)表2第3列)。這是由反饋效應(yīng)造成的，反饋效應(yīng)描述了解釋變量的變化引起鄰近轄區(qū)的反應(yīng)，再返回到本轄區(qū)，其部分來(lái)自于滯后因變量WY的系數(shù)(其顯著為正)，部分產(chǎn)生于解釋變量的滯后項(xiàng)WX的系數(shù)。

解釋變量的直接效應(yīng)與其相對(duì)應(yīng)的系數(shù)之差衡量了反饋效應(yīng)的大小。環(huán)境規(guī)制變量的直接效應(yīng)為－0.17，其估計(jì)系數(shù)為－0.20，二者統(tǒng)計(jì)上均高度顯著。環(huán)境規(guī)制變量的反饋效應(yīng)等于0.03(為直接效應(yīng)的 －17.6%)。同樣，F(xiàn)DI的反饋效應(yīng)為 －0.014(為直接效應(yīng)的 －14.9%)，科技和規(guī)模變量的反饋效應(yīng)分別為－0.017(為直接效應(yīng)的 －16.2%)、－0.055(為直接效應(yīng)的 －18.8%)。這些說(shuō)明數(shù)據(jù)中存在較大的反饋效應(yīng)。

(2)環(huán)境變量的直接影響為－0.17，且統(tǒng)計(jì)上高度顯著。與非空間模型中環(huán)境變量的－0.011系數(shù)相比(見(jiàn)表1中最后一列)，說(shuō)明非空間設(shè)定中環(huán)境規(guī)制的影響被嚴(yán)重低估。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每增加1%，產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力將下降0.17%。這與新古典觀點(diǎn)的預(yù)測(cè)相一致。從地區(qū)的角度看，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將使本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)限于不利的處境，從而有可能引發(fā)地區(qū)之間的環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)行為。

外商直接投資的直接影響為0.094，科技和規(guī)模變量的直接影響分別為0.105和0.293，且它們?cè)?%和10%水平上都是高度顯著的。與非空間設(shè)定中相應(yīng)的系數(shù)相比，說(shuō)明非空間設(shè)定中外商直接投資的系數(shù)被高估37.3%，而科技與規(guī)模變量分別被低估38.2%和42.9%。表明當(dāng)存在較大的空間效應(yīng)時(shí)，將造成不正確的推斷，這也進(jìn)一步說(shuō)明控制空間相關(guān)性的重要性。從地區(qū)的角度來(lái)看，加大引進(jìn)外商直接投資的力度，加強(qiáng)科技人員隊(duì)伍建設(shè)，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)規(guī)模都將有利于提升本轄區(qū)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

(3)在非空間模型中，溢出效應(yīng)被設(shè)定為零。但是在空間設(shè)定中，考慮了空間溢出的影響。空間設(shè)定的結(jié)果顯示，除FDI和RDpop變量的間接效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著外，環(huán)境變量和規(guī)模變量的間接效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上是高度顯著的。溢出效應(yīng)實(shí)際上反映了樣本中所有地區(qū)的累積的空間溢出效應(yīng)。這是政策制定者關(guān)注的焦點(diǎn)，因?yàn)橐绯鲂?yīng)的大小衡量解釋變量變化對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生的溢出程度。

環(huán)境變量的溢出效應(yīng)平均值為0.559，是其直接效應(yīng)的－329%。如果一個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每增加1%，則鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力變化與本轄區(qū)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力變化之比約為1∶－0.3。表明一個(gè)地區(qū)提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，將對(duì)其周邊地區(qū)產(chǎn)生相當(dāng)大的正溢出。從全國(guó)的角度看，提高環(huán)境規(guī)制水平將產(chǎn)生最大的社會(huì)利益。但從地區(qū)的角度看，提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度不僅沒(méi)有從環(huán)境規(guī)制中獲得好處，反而對(duì)本轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力造成不利影響。這可能是由于因本地區(qū)實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，使得本轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)重新選址，特別是那些高污染企業(yè)。由于環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生相當(dāng)大的正的溢出效應(yīng)，如果沒(méi)有地區(qū)間的環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制，就有可能引起地區(qū)間的環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)行為。

規(guī)模變量的溢出效應(yīng)平均為－0.587，是其直接效應(yīng)的－200%。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平提高1%時(shí)，鄰近地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力變化與本地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力變化之比約1∶－0.5。表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)張存在較高的負(fù)溢出。而FDI變量的溢出效應(yīng)為負(fù)，科技人員變量的間接效應(yīng)為正，但它們均不顯著，表明它們對(duì)周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)并不明顯。

(4)總效應(yīng)是直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的總和。它提供了考察產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響因素的另一種方式。除反映地區(qū)特征的3個(gè)變量的總效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著外，環(huán)境變量的總效應(yīng)顯著為正，其系數(shù)為0.39，表明環(huán)境規(guī)制對(duì)一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力有顯著的正的總效應(yīng)。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度每增加10%，產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力將提高3.89個(gè)百分點(diǎn)，其中，大約－44%來(lái)自于環(huán)境規(guī)制直接效應(yīng)的貢獻(xiàn)，而環(huán)境規(guī)制空間溢出的貢獻(xiàn)則約為144%。從環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)看，它支持Porter假說(shuō)的預(yù)測(cè)。這意味著如果能夠在地區(qū)之間建立一種合理的環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制，那么將環(huán)境規(guī)制將對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生正向影響。其主要原因在于，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施，將會(huì)刺激生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)進(jìn)步(如研發(fā)投資)和減污技術(shù)(如引進(jìn)新的減污設(shè)備、環(huán)境研發(fā)等)，推動(dòng)了生產(chǎn)率的提高和資源消耗的下降，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升。

5 結(jié)論和政策含義

通過(guò)中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，考察了產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素尤其是環(huán)境規(guī)制的影響。我們先利用非空間設(shè)定估計(jì)環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的相關(guān)關(guān)系。污染溢出體現(xiàn)了地區(qū)間的外部性，這是造成地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的策略性行為的一個(gè)重要來(lái)源，因而通過(guò)污染溢出來(lái)描述規(guī)制溢出似乎是合理的。然后，使用空間Durbin模型重新估計(jì)它們的關(guān)系，并估算了環(huán)境規(guī)制的直接和空間溢出效應(yīng)。

估計(jì)結(jié)果顯示:第一，如果不考慮規(guī)制的空間溢出時(shí)，將嚴(yán)重低估環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，表明控制規(guī)制空間效應(yīng)的重要性。第二，環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的直接影響顯著為負(fù)，表明提高環(huán)境規(guī)制水平將對(duì)本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力造成不利的影響;相反，環(huán)境規(guī)制的溢出效應(yīng)為0.559，且高度顯著。這意味著，如果不存在地區(qū)間的環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制，將可能引發(fā)地區(qū)間環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)。環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)為0.389，表明一個(gè)地區(qū)實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制對(duì)其產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生總的正影響，總體上支持了波特假說(shuō)的預(yù)測(cè)。這說(shuō)明，污染的空間溢出對(duì)環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系有很大的影響。第三，外商直接投資、科技活動(dòng)人員和產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)均顯著為正，然而，除產(chǎn)業(yè)規(guī)模的間接效應(yīng)顯著為負(fù)外，其他變量的溢出效應(yīng)似乎并不明顯;而且這三個(gè)變量的總效應(yīng)統(tǒng)計(jì)上均不顯著。

估計(jì)結(jié)果預(yù)示著中央和地方政府有不同的環(huán)境規(guī)制策略。地方政府關(guān)注于環(huán)境規(guī)制能否帶來(lái)直接的“好處”，就是說(shuō)，它們關(guān)注規(guī)制的直接效應(yīng)。由于環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)為負(fù)，因而地方政府可能不積極支持嚴(yán)格的污染治理措施。然而，中央政府關(guān)心的是環(huán)境規(guī)制的整體社會(huì)福利，即它側(cè)重于環(huán)境規(guī)制的總效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。盡管環(huán)境規(guī)制的直接效應(yīng)為負(fù)，但環(huán)境規(guī)制產(chǎn)生了相當(dāng)大的正溢出和總效應(yīng)，因而中央政府更有激勵(lì)支持嚴(yán)格的污染治理措施。由于環(huán)境規(guī)制具有較大的正的空間溢出效應(yīng)，為了避免地區(qū)間的環(huán)境競(jìng)次競(jìng)爭(zhēng)，建立的合理環(huán)境補(bǔ)償機(jī)制，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的積極作用，以緩解環(huán)境壓力，中央政府應(yīng)當(dāng)建立健全環(huán)境補(bǔ)償立法，確立補(bǔ)償范圍、對(duì)象、方式和標(biāo)準(zhǔn);完善環(huán)境補(bǔ)償?shù)墓芾眢w制，協(xié)調(diào)和指導(dǎo)跨地區(qū)的環(huán)境補(bǔ)償;加大與環(huán)境補(bǔ)償有關(guān)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。

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Environmental Regulation，Spatial Spillover and Regional Industrial Competitiveness

WANG Wen-pu
(Business of School，Nantong University，Nantong Jiangsu 226019，China)

The paper examines the influencing factors of industrial competitiveness，especially environmental regulation.It uses the data of large and medium industrial enterprises among the 30 provinces in China in the period 1999－2009.The paper estimates the relationship between industrial competitiveness and environmental regulation using non-spatial model and spatial Durbin model.The results find that the direct and spillover effects of pollution-controlling variable are －0.17 and 0.559 respectively，which are greatly significant.And its total effect is significantly positive.This indicates that environmental regulation has considerable positive spatial spillover，which is likely to induce environmental race to the bottom at regional level.If ignoring the pollution spillovers effects，it will greatly underestimate the role of environmental regulation.We also find that the direct effects of foreign direct investment，Scientific and technology personnel，and industrial scale on industrial competitiveness are significantly positive.And then we suggest that the government should speed up to perfect the system of environmental compensation:First，the central government should establish and improve the legislation of environmental compensation.Second，it should perfect the environmental compensation management system to coordinate and guide cross-province environmental compensation.Third，it should intensify the financial transfer concerning environment compensation.

environmental regulation;spatial spillover;industrial competitiveness;spatial econometrics

F061.3;F062.6

A

1002－2104(2013)08－0123－08

10.3969/j.issn.1002－2104.2013.08.018

2013－03－31

王文普，博士，副教授，主要研究方向?yàn)楣步?jīng)濟(jì)與公共政策、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

南通大學(xué)人才基金項(xiàng)目(編號(hào):03080587)。

(編輯:劉呈慶)